劉靈芝，肖邦明，王雅鵬

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，武漢 430070）

農(nóng)村居民工資性收入與生活消費(fèi)支出的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系檢驗(yàn)

劉靈芝a,b，肖邦明a，王雅鵬a

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；b.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，武漢 430070）

文章采用1984～2009年中國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)與收入數(shù)據(jù)，利用回歸分析發(fā)現(xiàn)工資性收入對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響已經(jīng)超過(guò)了經(jīng)營(yíng)性收入，進(jìn)而基于協(xié)整分析與誤差修正模型（ECM），建立了工資性收入與生活消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)調(diào)整關(guān)系。結(jié)果表明，在長(zhǎng)期均衡中，中國(guó)農(nóng)村居民生活消費(fèi)的工資收入彈性為0.53；而從短期來(lái)看，誤差修正項(xiàng)以57.67%的比例對(duì)下一年度的生活消費(fèi)產(chǎn)生修正的影響。中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)與其工資性收入的關(guān)系說(shuō)明，提高中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入能夠避免政策的短期效應(yīng)而達(dá)到促進(jìn)消費(fèi)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)的效果。

收入結(jié)構(gòu)；工資性收入；協(xié)整；誤差修正模型

上世紀(jì)90年代中后期以來(lái)，如何擴(kuò)大內(nèi)需成為學(xué)界與決策層所共同關(guān)注的話題，而居民的消費(fèi)需求與居民的收入又有著非常緊密的聯(lián)系。近期召開(kāi)的十七屆五中全會(huì)發(fā)布的“十二五”規(guī)劃建議里明確提到，未來(lái)五年要使的城鄉(xiāng)居民收入普遍較快增加，努力實(shí)現(xiàn)居民收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展同步，由此可見(jiàn)目前擴(kuò)大內(nèi)需的迫切性以及收入分配改革呼聲的強(qiáng)烈性。從中國(guó)農(nóng)村居民的角度來(lái)講，目前，中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)轉(zhuǎn)移速度加快，占農(nóng)村純收入比重越來(lái)越大的工資性收入這一部分是連接中國(guó)農(nóng)村居民的生活消費(fèi)與改善收入分配問(wèn)題的橋梁。本文擬以中國(guó)農(nóng)村居民的收入類型為研究對(duì)象，從農(nóng)村居民工資性收入的角度來(lái)探索中國(guó)農(nóng)村居民不同的收入類型對(duì)消費(fèi)的影響。本文將結(jié)合經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典消費(fèi)函數(shù)理論以及目前中國(guó)學(xué)者在有關(guān)收入與消費(fèi)關(guān)系的研究，立足于中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入，在同時(shí)考慮經(jīng)營(yíng)性收入的前提下探索中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入在影響其消費(fèi)行為中的所起到的作用，以及挖掘工資性收入與居民消費(fèi)行為的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期調(diào)整機(jī)制。

1 方法和數(shù)據(jù)

本文研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于2010年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)包括從1984年到2009年的中國(guó)農(nóng)村居民純收入的構(gòu)成，包括四個(gè)方面，分別是工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入。而通過(guò)從1984年到2009年中國(guó)農(nóng)村居民純收入的結(jié)構(gòu)可以看出工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入這兩個(gè)方面占據(jù)著最大的比例。因此，在研究農(nóng)村居民收入和消費(fèi)關(guān)系時(shí)，筆者將收入分成工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入兩大類進(jìn)行比較分析。

盡管從《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)中可以看到工資性收入在構(gòu)成中國(guó)農(nóng)村居民純收入組成時(shí)，其所占據(jù)的比例呈現(xiàn)著逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)，但在構(gòu)建農(nóng)村居民收入與消費(fèi)的關(guān)系模型時(shí)，工資性收入究竟起著多大的影響作用還是一個(gè)未知數(shù)，因此作為本文研究的基礎(chǔ)，筆者首先以農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出為被解釋變量，將工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入同時(shí)作為解釋變量放入模型中進(jìn)行回歸分析，從而觀察中國(guó)農(nóng)村居民純收入構(gòu)成中比重逐年增長(zhǎng)的工資性收入對(duì)其生活消費(fèi)支出的影響程度。

在具體研究中國(guó)農(nóng)村居民工資性收入與生活消費(fèi)支出的協(xié)整關(guān)系時(shí)，考慮到模型只涉及到兩個(gè)變量間的協(xié)整關(guān)系，所以運(yùn)用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整研究。在進(jìn)行時(shí)間系列分析時(shí)，傳統(tǒng)上要求所用的時(shí)間系列必須是平穩(wěn)的，即沒(méi)有隨機(jī)趨勢(shì)或確定趨勢(shì)，否則會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題。但是，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間系列通常是非平穩(wěn)的，而雖然它們自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個(gè)線性組合反映了變量之間長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性是影響建模效果的重要因素，如果兩個(gè)時(shí)間序列本身非平穩(wěn)，但兩者是同階單整的非平穩(wěn)序列，并且存在協(xié)整關(guān)系，這種情況下，可以通過(guò)進(jìn)一步建立誤差修正模型（ECM）來(lái)研究?jī)蓚€(gè)變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。如果兩個(gè)時(shí)間序列變量，有一個(gè)是平穩(wěn)序列，另一個(gè)是非平穩(wěn)序列，按照Granger的說(shuō)法，某一對(duì)（或幾個(gè)）相互關(guān)聯(lián)的經(jīng)濟(jì)變量的走向不應(yīng)相互分離得太遠(yuǎn)，至少其長(zhǎng)期趨勢(shì)應(yīng)當(dāng)如此。然而非平穩(wěn)序列與平穩(wěn)序列之間不可能出現(xiàn)這種一致的趨勢(shì)。平穩(wěn)序列會(huì)在其均值附近上下隨機(jī)波動(dòng)，并趨于均值，而非平穩(wěn)序列則會(huì)出現(xiàn)長(zhǎng)期趨勢(shì)的擺動(dòng)而偏離其均值，所以，兩者的長(zhǎng)期趨勢(shì)必然會(huì)走向分離，從而難以建立回歸模型。

如果中國(guó)農(nóng)村居民工資性收入與生活消費(fèi)支出確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系，那么就可以模擬出二者之間的長(zhǎng)期均衡，同時(shí)也可以模擬出二者在短期波動(dòng)中均衡關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制。二者的長(zhǎng)期均衡可以作為中國(guó)涉農(nóng)長(zhǎng)期戰(zhàn)略性政策的指導(dǎo)，而二者的短期波動(dòng)調(diào)節(jié)機(jī)制則因作為中國(guó)涉農(nóng)短期刺激政策的參考。

2 實(shí)證分析

2.1 農(nóng)村居民家庭消費(fèi)及收入結(jié)構(gòu)的變化趨勢(shì)

農(nóng)村居民家庭人均純收入來(lái)源形式多樣化趨勢(shì)明顯。長(zhǎng)期以來(lái),農(nóng)業(yè)收入一直是農(nóng)民收入的主要來(lái)源部分,但改革開(kāi)放30年來(lái),農(nóng)民的收入構(gòu)成發(fā)生了很大變化,農(nóng)民的工資性收入及其他形式的收入(轉(zhuǎn)移收入和財(cái)產(chǎn)收入)在農(nóng)民純收入中的比重日益上升,農(nóng)民的收入來(lái)源日漸寬泛。從1984年到2009年,農(nóng)民的工資性收入雖然有小幅度的波動(dòng),但是基本呈現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì),比例由18.7%上升到38.9%,而家庭經(jīng)營(yíng)純收入比重逐漸由73.7%減少到51.2%,其他收入則由7.6%緩慢增加到9.9%，2008年工資性收入和其他收入的比重之和達(dá)到48.8%,基本上與經(jīng)營(yíng)收入持平。筆者通過(guò)2010年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)將中國(guó)農(nóng)村居民從1984年到2009年的工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入以及消費(fèi)的變化趨勢(shì)表現(xiàn)在圖1中，并且剔除通過(guò)膨脹的影響，將所有的收入及消費(fèi)數(shù)據(jù)以1984年的消費(fèi)水平為標(biāo)準(zhǔn)。

圖1 中國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)、工資性收入以及經(jīng)營(yíng)性收入變化：1984～2009

從圖1可以看出，從1998年開(kāi)始，工資性收入在農(nóng)村居民家庭人均純收入中所占的比重有明顯增大的趨勢(shì)，并且工資性收入變化曲線與消費(fèi)的變化曲線的變化規(guī)律較為接近。

2.2 農(nóng)村居民工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入與消費(fèi)的關(guān)系

將農(nóng)村居民的工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入分別作為自變量，將農(nóng)村居民人均生活消費(fèi)支出作為因變量作回歸分析。用Ct表示第t期生活消費(fèi)支出，用GZt和JYt分別表示第t期的工資性收入和經(jīng)營(yíng)性收入，通過(guò)2010年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》取得1984年到2009年的數(shù)據(jù)，并以1984年的物價(jià)水平為標(biāo)準(zhǔn)，以剔除通貨膨脹率的影響，采用最小二乘法估計(jì)出回歸方程，取各個(gè)變量的自然對(duì)數(shù)形式擬合回歸方程以降低時(shí)序數(shù)據(jù)可能存在的自相關(guān)性，從而得到更加合理的回歸方程：

從以上的回歸結(jié)果來(lái)看，R2的值為0.9744，說(shuō)明所選取的兩個(gè)變量解釋了lnC變化的97.44%，并且由t值可以看出所有參數(shù)都具有顯著性，說(shuō)明模型的擬合效果還是很好的，另外D.W值為1.91，說(shuō)明該模型不存在明顯的自相關(guān)問(wèn)題。

該回歸模型是對(duì)圖1所揭示信息量的進(jìn)一步補(bǔ)充。從回歸的結(jié)果來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入與經(jīng)營(yíng)性收入的變化都對(duì)生活消費(fèi)支出的變化有著重要的影響。實(shí)際上，中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入每增加1%，在經(jīng)營(yíng)性收入不變的情況下，會(huì)使得其生活消費(fèi)支出增加0.41%；而當(dāng)經(jīng)營(yíng)性收入每增加1%，在工資性收入不變的情況下，會(huì)使得其生活消費(fèi)支出增加0.36%，這說(shuō)明中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入對(duì)其生活消費(fèi)的影響已經(jīng)超過(guò)了經(jīng)營(yíng)性收入，盡管0.41與0.36的差距并不明顯，但工資性收入的變化給中國(guó)農(nóng)村居民的生活消費(fèi)行為帶來(lái)的影響已經(jīng)不容忽視，因此對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入與生活消費(fèi)之間的長(zhǎng)期和短期關(guān)系的進(jìn)一步分析就顯得更加有意義。

2.3 工資性收入與消費(fèi)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系

現(xiàn)利用EG兩步法對(duì)，首先對(duì)可能用于構(gòu)建模型的時(shí)間序列變量即lnCt和lnGZt及各自的一階差分序列DlnCt與DlnGZt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，運(yùn)用EViews6.0軟件，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

其中，DlnCt與DlnGZt分別表示中國(guó)農(nóng)村居民第t年的生活消費(fèi)與工資收入的對(duì)數(shù)一階差分。

由表1可以發(fā)現(xiàn)，原序列l(wèi)nCt及l(fā)nGZt都是非平穩(wěn)序列，而一階差分序列DlnCt與DlnGZt在5%的置信水平下均為平穩(wěn)序列，由此判定lnCt及l(fā)nGZt為一階單整序列，即 lnCt～I(xiàn)(1)，lnGZt～I(xiàn)(1)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

因此，通過(guò)計(jì)量軟件EViews用變量lnCt對(duì)lnGZt進(jìn)行普通最小二乘回歸，并在EViews中生成一個(gè)新的序列E保存該回歸模型的殘差序列?；貧w估計(jì)結(jié)果如下：

對(duì)該回歸模型生成的殘差序列E做單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2

表2 模型（2）殘差序列E的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-2.7858，小于顯著性水平0.01時(shí)的臨界值，可認(rèn)為估計(jì)殘差序列E為平穩(wěn)序列,即E～I(xiàn)(0)，進(jìn)而得到序列l(wèi)nCt和lnGZt具有協(xié)整關(guān)系，故可進(jìn)一步建立誤差修正模型ECM。

2.4 工資性收入與消費(fèi)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系

誤差修正模型（ECM）的基本形式是由Davidson，Hendry，Srba和Yeo于1978年提出的，稱為DHSY模型。模型的基本形式為：

其中，ECM是誤差修正項(xiàng)。該式解釋了因變量Yt的短期波動(dòng)ΔYt是如何被決定的。一方面，它受到自變量短期波動(dòng)ΔXt的影響；另一方面，則取決于ECM。

首先定義誤差修正項(xiàng)，以lnCt為因變量，lnGZt為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸的結(jié)果如上述模型（1）所示，因此得到回歸系數(shù)為0.5254，于是建立的ECM變量為：

運(yùn)用EViews6.0建立誤差修正模型的估計(jì)，估計(jì)結(jié)果為：

從估計(jì)結(jié)果來(lái)看，調(diào)整后的R2值為0.9691，說(shuō)明該模型較理想地解釋了lnCt的短期波動(dòng)ΔlnCt的影響因素。D.W值為2.1861，相對(duì)于模型（2）又有進(jìn)一步的優(yōu)化，表明該模型基本上不存在自相關(guān)的影響。另外，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.5767，這個(gè)結(jié)果與誤差反向修正機(jī)制相一致，誤差修正項(xiàng)以57.67%的比例對(duì)下一年度的lnC的取值產(chǎn)生影響。

結(jié)合模型（2）與模型（3）的結(jié)果，可以得到以下兩個(gè)方面的結(jié)論：

（1）對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民的生活消費(fèi)和工資性收入這兩個(gè)時(shí)間序列的單整檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)，證明了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)一直在快速增長(zhǎng)以及農(nóng)民生活水平一直在穩(wěn)步提高這樣一個(gè)事實(shí)，而生活消費(fèi)與工資性收入這兩個(gè)變量的一階差分穩(wěn)定，反映出這種增長(zhǎng)與提高的穩(wěn)定性，農(nóng)民的生活水平處于穩(wěn)定改善之中，沒(méi)有劇烈的波動(dòng)，而這正說(shuō)明了改革開(kāi)放以來(lái)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出的快速、健康、穩(wěn)定的可持續(xù)發(fā)展態(tài)勢(shì)。根據(jù)模型（2）的估計(jì)結(jié)果，在剔除了經(jīng)營(yíng)性收入后得到中國(guó)農(nóng)村居民生活消費(fèi)的工資性收入彈性為0.5254，且不存在“偽回歸”，這說(shuō)明了改革開(kāi)放以來(lái)，農(nóng)戶的生活消費(fèi)與其工資性收入的長(zhǎng)期均衡特征，即從長(zhǎng)期均衡來(lái)看，工資性收入每變動(dòng)1%，消費(fèi)就會(huì)同向變動(dòng)0.53%。

（2）從誤差修正模型來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村居民生活消費(fèi)水平與其工資性收入向長(zhǎng)期均衡水平調(diào)整的速度還是比較快的，這種調(diào)整力量的存在使消費(fèi)不能偏離長(zhǎng)期均衡值，從理論上分析，可以解釋為中國(guó)農(nóng)村居民的理性預(yù)期，即在預(yù)期的工資性收入不變時(shí)，當(dāng)期消費(fèi)過(guò)多，居民就會(huì)在下一期減少消費(fèi)；而如果當(dāng)期消費(fèi)很少，居民就會(huì)在下一期增加消費(fèi)。所以，只有當(dāng)預(yù)期的工資性收入增加時(shí)，居民才會(huì)增加消費(fèi)。當(dāng)預(yù)期的工資性收入減少時(shí)，居民就會(huì)減少消費(fèi)。正是因?yàn)槔硇灶A(yù)期的存在，才使消費(fèi)不能偏離長(zhǎng)期均衡值，這反映出均衡誤差對(duì)居民消費(fèi)水平的控制。

3 結(jié)論及啟示

從上述實(shí)證分析的結(jié)果來(lái)看，中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入在總收入結(jié)構(gòu)中所在比重增大的趨勢(shì)明顯，而且協(xié)整分析的結(jié)果顯示中國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)變化對(duì)其工資性收入變化敏感。

目前，中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力向非農(nóng)轉(zhuǎn)移速度加快，而根據(jù)本文的研究結(jié)果，農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移有利于促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)。因此在調(diào)整收入分配的過(guò)程中，對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民工資性收入的調(diào)整應(yīng)該作為重點(diǎn)。事實(shí)上，基于中國(guó)農(nóng)村居民的工資性收入與其消費(fèi)的協(xié)整關(guān)系，那些只影響農(nóng)戶短期和近期利益的政策建議將是低效、甚至是無(wú)效的，因?yàn)槎唐诘睦娲碳げ⒉荒芨淖冝r(nóng)戶對(duì)自己收入的理性預(yù)期，而提高中國(guó)農(nóng)村居民工資性收入的穩(wěn)定性才是改變農(nóng)村居民理性預(yù)期以達(dá)到促進(jìn)消費(fèi)的有效途徑。

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F304.8

A

1002-6487（2012）17-0093-03

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（09CJY069）；教育部人文社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目（09YJC790107）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助項(xiàng)目（2010QC010）

劉靈芝（1971-），女，湖北當(dāng)陽(yáng)人，博士，副教授，研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)與居民消費(fèi)行為。

（責(zé)任編輯/浩 天）